王云全　吳學(xué)群　彭占偉

摘 要 借助GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)研究區(qū)土壤全氮、有效磷、速效鉀3種土壤養(yǎng)分的空間變異特征進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：全氮、有效磷、速效鉀符合指數(shù)模型；有效磷、速效鉀的塊金效應(yīng)25%

關(guān)鍵詞 土壤養(yǎng)分；空間變異；地統(tǒng)計(jì)學(xué)；克里格插值

中圖分類號(hào) S158. 3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A

土壤既受氣候、生物、母質(zhì)、地形、成土?xí)r間等因素的影響，又受人為因素的影響，具有顯著的復(fù)雜性和變異性[1]，其中氮、磷、鉀是土壤大量元素中作物正常生長的三要素。地統(tǒng)計(jì)學(xué)是分析土壤養(yǎng)分空間變異性的有效方法[2]，目前應(yīng)用GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法來研究土壤養(yǎng)分的空間變化多集中在農(nóng)業(yè)用地和平原地區(qū)[3]，并取得了一定的成果。秦占飛等[4]借助GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)蒲城縣4種大量元素進(jìn)行了分析，得出縣域范圍內(nèi)土壤養(yǎng)分的分布情況并對(duì)其影響因素進(jìn)行了分析；王永東等[5]借此研究了四川省羅江縣耕地5種養(yǎng)分值的特征及其影響因素；賈樹海等[6]基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法研究以遼寧省凌源市西南部6鄉(xiāng)鎮(zhèn)為研究對(duì)象，探討了土壤養(yǎng)分空間上的變化情況；趙莉敏等[7]則對(duì)太湖地區(qū)表層土壤養(yǎng)分空間變異的影響因素研究，結(jié)果表明土壤養(yǎng)分受母質(zhì)、地形、土壤類型等影響較大。基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)等方法在土壤養(yǎng)分上的研究日趨成熟，但在云南滇西地區(qū)研究報(bào)道相對(duì)少，而關(guān)于氮、磷、鉀方面的研究報(bào)道則更少。本研究以滇西昌寧縣為研究對(duì)象，探討縣區(qū)耕層土壤養(yǎng)分空間的變化情況，對(duì)豐缺格局和影響土壤養(yǎng)分變化的因素進(jìn)行分析和研究，以期明確該區(qū)域土壤養(yǎng)分現(xiàn)狀及其影響因素，為環(huán)境保護(hù)、科學(xué)施肥、土地資源有效利用和土壤養(yǎng)分分區(qū)管理等提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

1.1.1 研究區(qū)概況 研究區(qū)位于云南省西部，地處東經(jīng)99°16′～100°12′，北緯20°14′～25°12′之間，東連鳳慶縣，全縣總面積3 888 km2，總?cè)丝?3.5萬人，最高海拔2 875.9 m，最低海拔608 m。屬亞熱帶季風(fēng)氣候，有低熱、溫?zé)帷貨?、高?個(gè)氣候帶。境內(nèi)年均溫14.9 ℃，極端最高溫40.4 ℃，極端最低溫-6 ℃。年平均降雨1 259 mm，無霜期253 d，最大坡度為38.2°，主要種植茶葉、甘蔗、水稻、玉米等；土壤母質(zhì)主要沖積物、第三迭系褐紅土、第四系更新統(tǒng)巖風(fēng)化物、老沖積物，土壤類型主要為赤紅壤、沖積土、紅壤等。

1.1.2 樣品采集與分析 利用GPS定位技術(shù)，在研究區(qū)耕地內(nèi)隨機(jī)法進(jìn)行采樣。采集土壤耕按0～20 cm土樣，要求土壤采樣點(diǎn)具有代表性，并遠(yuǎn)離居住區(qū)、道路等人為活動(dòng)密切的地方，記錄每個(gè)采樣點(diǎn)的坐標(biāo)，共采樣3 791個(gè)。將所采樣樣品排除雜物風(fēng)干，磨碎，分別裝于瓶中，待測定。按照《測土配方施肥技術(shù)規(guī)范》[8]的要求，測定分析土壤養(yǎng)分中的有全氮、有效磷、速效鉀的含量。

1.2 方法

1.2.1 半方差函數(shù)及其模型選取標(biāo)準(zhǔn) 數(shù)據(jù)分析采用GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)相結(jié)合的方法。半方差函數(shù)是最核心的工具之一，是進(jìn)行克里格空間插值的基礎(chǔ)，用于分析區(qū)域變化量的變異特征及結(jié)構(gòu)性狀[9]。本文研究應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)軟件GS+中球狀、指數(shù)、高斯、線性模型，以殘差平方和（RSS）接近于0最小、決定系數(shù)（R2）接近1最大為原則[10]，對(duì)半方差函數(shù)進(jìn)行擬合，選取最優(yōu)的半方差函數(shù)理論模型及其參數(shù)。

計(jì)算公式為：r（h）=[Z（xi）-Z（xi+h）]2。

1.2.2 數(shù)據(jù)處理 將所測的GPS數(shù)據(jù)實(shí)驗(yàn)測定值加減三倍標(biāo)準(zhǔn)差來處理特異值，剔除異常值共169個(gè)。利用ArcGIS軟件，將經(jīng)緯度轉(zhuǎn)換成平面坐標(biāo)得到的 3 621個(gè)樣點(diǎn)的土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)，導(dǎo)入ArcGIS軟件中生成樣點(diǎn)分布圖（圖1）。采用SPSS19.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，利用GS+9.0軟件對(duì)土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行半方差分析，Kriging插值和圖形繪制在ArcGIS軟件的地統(tǒng)計(jì)學(xué)模塊中完成[10-11]。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤養(yǎng)分含量的統(tǒng)計(jì)特征分析

用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)全氮、有效磷、速效鉀的測定值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析（表1）。當(dāng)CV≤0.1時(shí)，為弱變異性；當(dāng)0.1速效鉀>全氮。3種養(yǎng)分均屬中等變異強(qiáng)度，說明養(yǎng)分在空間分布受人為活動(dòng)、耕作施肥等隨機(jī)性因素的影響相對(duì)較大。

2.2 土壤養(yǎng)分含量的半方差函數(shù)分析

2.2.1 各向同性下半方差函數(shù)特征 利用地統(tǒng)計(jì)軟件GS+9.0對(duì)研究區(qū)土壤養(yǎng)分屬性進(jìn)行半方差函數(shù)分析，相關(guān)參數(shù)見表2。一般認(rèn)為塊金值（Co）代表隨機(jī)變異的量，而基臺(tái)值（Co+C）代表變量空間變異的結(jié)構(gòu)性方差。塊金值與基臺(tái)值的比稱為基底效應(yīng)，表示樣本間的變異特征，該值越大，表示樣本間的變異更多是由隨機(jī)因素引起的[13]。按照區(qū)域化變量空間相關(guān)性程度的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)[14]。塊金值與基臺(tái)值的比值Co/（Co+C）表示隨機(jī)部分引起的空間變異性占系統(tǒng)總變異的比例，而土壤養(yǎng)分空間變異是由內(nèi)在因素和隨機(jī)性因素共同作用的結(jié)果。如果比值<25%，說明系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性；如果比例在25%～75%表明系統(tǒng)具有中等的空間相關(guān)性；若>75%則說明系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱[15]。全氮值的Co/（Co+C）均<25%，表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，表明這3種要素的空間變異主要受到結(jié)構(gòu)性因素，如土壤類型、母質(zhì)類別等因素的影響；有效磷、速效鉀值的25%

2.2.2 各向異性下半函數(shù)特征 區(qū)域變化要考慮在不同方向的變化。變異函數(shù)在幾個(gè)方向上的變異相同稱為各向同性，在幾個(gè)方向上的不同稱為各向異性。地形、水分等因子導(dǎo)致的空間異質(zhì)性常常是各向異性的，自然過程在不同方向上控制著不同的變異性[16]。3種土壤養(yǎng)分在在四個(gè)方向上（表3），塊金值、基臺(tái)值和變程均相同，說明3種土壤養(yǎng)分在這四個(gè)方向上土壤全氮、有效磷、速效鉀具有帶狀同向性的結(jié)構(gòu)特征。

2.3空間豐缺格局

通過對(duì)土壤養(yǎng)分趨勢特征參數(shù)及異向性分布特征參數(shù)分析，一般用0～4階來描述空間趨勢效應(yīng)[13]，3種養(yǎng)分都符合二階趨勢效應(yīng)。利用上述所得到的半方差分析結(jié)果的模型參數(shù)，利用ARCGIS10.1軟件地統(tǒng)計(jì)模塊中的Geostatistic analysis模塊中的Kriging法對(duì)全氮、有效磷、速效鉀進(jìn)行空間內(nèi)插，并根據(jù)全國第二次土壤普查標(biāo)準(zhǔn)[16]、云南省土壤耕層養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)和云南省大理市土壤耕層養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)3種養(yǎng)分值圖進(jìn)行劃分，并將轉(zhuǎn)為柵格圖，分別統(tǒng)計(jì)3種土壤養(yǎng)分的面積和所占研究區(qū)的比例（圖3）。有效磷的分布格局較為復(fù)雜，其含量高低值分布較分散，多以小的斑塊出現(xiàn)，變異主要與土壤微變異和人類活動(dòng)密切相關(guān)，其中東部和中部含量較高?？厥┝追蕿榻窈蟾纳仆寥拉h(huán)境和保持土壤肥力的重要措施。磷肥缺乏地區(qū)主要是更嘎鄉(xiāng)的西米河街、大寨、平掌、勐練、立達(dá)、下寨等村寨，應(yīng)增補(bǔ)肥料；養(yǎng)分速效鉀含量超過150 mg/kg的區(qū)域，占整個(gè)縣域面積的78%左右，研究區(qū)內(nèi)速效鉀整體處于豐富水平。全氮分成兩個(gè)區(qū)管理，其中表現(xiàn)豐富地區(qū)占整個(gè)研究區(qū)的80%左右；表現(xiàn)缺乏地區(qū)，占整個(gè)研究區(qū)的20%左右，其中阿干、籬笆兔等村寨缺乏嚴(yán)重。

2.4 影響因子分析

不同因素下土壤氮、磷、鉀的方差分析及養(yǎng)分要素的相關(guān)性分析見表5和表6。可以看出，地形地貌類型、土壤類型、母質(zhì)、利用類型對(duì)土壤全氮、有效磷、速效鉀養(yǎng)分含量均有顯著的影響；土壤養(yǎng)分與海拔高低、坡度大小、年平均降水量、平均溫度、灌溉保證率、有機(jī)質(zhì)、pH值等具有顯著地關(guān)系，其中海拔與氮、磷、鉀有顯著的影響。3種養(yǎng)分在上述影響因子內(nèi)的差異程度及變化規(guī)律有所差別。全氮主要受土壤質(zhì)地、地貌類型、土壤類型、有機(jī)質(zhì)、pH值、海拔、坡度、年平均降水量、平均溫度的影響；有效磷主要受土壤類型海拔、土壤利用類型、年平均降水量、平均溫度、灌溉保證率、有機(jī)質(zhì)、pH值的影響，說明有效磷受人為因素影響比較大，其中與坡度的含量成反比；速效鉀受母質(zhì)、土壤類型海拔、坡度、年平均降水量、平均溫度、灌溉保證率、有機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷的均有影響。土壤有機(jī)質(zhì)是土壤氮、鉀素的重要來源之一，與人為利用因素相關(guān)，并對(duì)氮、磷、鉀產(chǎn)生影響。

3 討論與結(jié)論

研究表明表明，速效鉀、有效磷、全氮表現(xiàn)為強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，主要受到結(jié)構(gòu)性因素的影響；變異系數(shù)在23.34%～50.55%，變異強(qiáng)度為有效磷>速效鉀>全氮?？傮w上3項(xiàng)指標(biāo)的Co/（Co+C）均大于25%。故隨機(jī)性因素對(duì)研究區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異起主導(dǎo)作用，全氮、有效磷、速效鉀的比值均在25%

土壤養(yǎng)分空間變異與母質(zhì)類型、地貌類型、土壤類型、土壤利用方式有顯著性關(guān)系。全氮與海拔、坡度、年平均降水量、平均溫度、有機(jī)質(zhì)、pH值、速效鉀等因子呈顯著關(guān)系；有效磷則與海拔、年平均降水量、平均溫度、有機(jī)質(zhì)、pH值、速效鉀等因子呈顯著關(guān)系；坡度是有效磷的限制因子；速效鉀則與海拔、坡度、年平均降水量、平均溫度、有機(jī)質(zhì)、速效鉀、全氮、有效磷等呈顯著關(guān)系。鑒于本文研究的氮、磷、鉀與有機(jī)質(zhì)和其他影響因素等屬性間存在極顯著相關(guān)性，可進(jìn)一步嘗試與有機(jī)質(zhì)等容易獲取、穩(wěn)定的屬性為輔助變量，運(yùn)用協(xié)同克里格法插值，進(jìn)一步提高土壤養(yǎng)分的估值精度及優(yōu)化采樣數(shù)量。本試驗(yàn)的不足之處是在分析土壤養(yǎng)分因子影響如氣候、灌溉因素、土壤水分等變化時(shí)，由于采樣數(shù)據(jù)的限制，只分析了1 a的平均值，缺乏年內(nèi)和年際動(dòng)態(tài)變化對(duì)土壤養(yǎng)分的影響研究，也缺乏時(shí)間性，又缺乏作物產(chǎn)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，可作為今后的研究重點(diǎn)。

參考文獻(xiàn)

[1] 黃紹文， 金繼運(yùn). 土壤特性空間變異研究進(jìn)展[J]. 土壤肥料， 2002， 1（1）： 8-14.

[2] Webster R. Quantitative spatial analysis of soil in the fieid[J]. Adv SoilSci， 1985， 3： 1-70.

[3] 馬玉峰， 王文明， 賈保全. 半干旱農(nóng)牧交錯(cuò)區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異特征[J]. 土壤通報(bào)， 2006， 37（3）： 417-421.

[4] 秦占飛， 常慶瑞. 縣域土壤養(yǎng)分空間變異分析-以蒲城縣為例[J]. 干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究， 2012， 1（30）： 30-35.

[5] 王永東. 羅江縣耕地土壤養(yǎng)分空間變異研究[M]. 雅安： 四川農(nóng)業(yè)大學(xué)， 2012.

[6] 賈樹海， 張 琦， 孟維軍， 等. 基于與地統(tǒng)計(jì)學(xué)土壤養(yǎng)分空間變異特征研究-以遼寧省凌源市鄉(xiāng)鎮(zhèn)為例[J]. 水土保持通報(bào)， 2009， 6（29）： 197-201.

[7] 趙莉敏， 史學(xué)正， 黃 耀， 等. 太湖地區(qū)表層土壤養(yǎng)分空間變異的影響因素研究[J]. 土壤， 2008， 40（6）： 1 008-1 012.

[8] 王 凱. 測土配方施肥技術(shù)規(guī)范（農(nóng)業(yè)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)）[J]. 北京： 中國農(nóng)業(yè)出版社， 2006.

[9] 劉愛利， 王培法， 丁園圓. 地統(tǒng)計(jì)學(xué)概論[M]. 北京： 科學(xué)出版社， 2011.

[10] 湯國安. ArcGIS地理信息系統(tǒng)空間分析實(shí)驗(yàn)教程[M]. 北京： 科學(xué)出版社， 2006： 363-421.

[11] 曹麗英， 張文丹， 畢紅杰， 等. 基于GIS和模糊聚類分析的土壤養(yǎng)分評(píng)價(jià)[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2010， 38（16）： 8 595-8 661.

[12]杜國禎， 覃光蓮， 李白珍， 等. 高寒草甸植物群落中物種豐富與生產(chǎn)力的關(guān)系研究[J]. 植物生態(tài)學(xué)報(bào)， 2003， 27（1）： 125-132.

[13] Cambardella C A， Moorman T B， Novak J M， et al. Field sacle variability 0f soil properties in Central Iowa soils[J]. Soil Science Society of American Journal， 1991， 58（5）： 1 501-1 511.

[14] Chien Y J， Dar-Yuan L， Hong-Yuh G， et al. Geostatistical analysis of soil properties of mid-west Tai Wan soil[J]. Soil Science， 1997， 162（4）： 15-18.

[15] 王政權(quán). 地統(tǒng)計(jì)學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用[M]. 北京： 科學(xué)出版社， 1997： 69-74， 104-118.

[16] 全國普查辦公室. 中國土壤普查技術(shù)[M]. 北京： 科學(xué)出版社， 1990.